个人教育回报率差异的实证研究
——基于劳动力市场分割视角

龚刚敏¹，江沙沙²

(1.浙江财经大学 财政税务学院，浙江 杭州 310018；2.浙江财经大学 公共管理学院，浙江 杭州 310018)

[摘 要] 利用“中国家庭收入调查”数据库中2013年城镇住户的调查数据，使用聚类分析的方法考察了中国劳动力市场的分割形态。根据所设定的计量模型，估算了教育回报率的总体性与结构性市场差异，同时检验了二元劳动力市场理论关于教育对收入作用的观点。研究结果表明：我国的劳动力市场存在二元制的分割，且主要劳动力市场的教育回报率要显著高出次要劳动力市场约两个百分点，同时存在较大的结构性市场差异。在中国的劳动力市场，教育与工资性收入在主次劳动力市场都具有显著的正相关关系，且教育水平对就业者进入何种劳动力市场具有决定性作用，即受教育程度越高，越容易进入主要市场。

[关键词] 二元劳动力市场；教育回报率；市场差异

一、问题的提出

新古典主义经济学认为，完全竞争的劳动力市场可自动实现市场出清，教育回报率在同质的劳动力之间应该趋于一致。尤其在西奥多·W.舒尔茨(Theodore W. Schultze)创立人力资本理论后，教育被视为提高劳动生产率、增加社会和个人收益的重要途径，世界各国纷纷加大对教育的投资，以期能够促进社会经济增长、缓解贫富差距。然而，一些发达国家经过数十年的努力也没能收获所设想的预期效应，收入不平等现象依然严峻，部分岗位的弱势就业者得不到任何有效的劳动保障，对高学历和前途无量的许诺感到幻灭，人们开始质疑教育的投资回报。可见，现实生活中劳动力市场并不是一个完全竞争的市场，而是被分割为相互隔离的部分，不同子市场工作条件等方面的不平等造成了收入的差距。因此，劳动力市场分割成为了新的研究热点，其中最有影响力的是多灵戈和派奥(Peter B. Doernger and Michael J. Piore)所提出的二元劳动力市场理论^[1]163-183，该理论认为劳动力市场可以被划分为一级劳动力市场(primary labor markets)和二级劳动力市场(secondary labor markets)两个分离的部分。前者由一些大型企事业单位构成，主要生产资本密集型产品，易形成内部劳动力市场，具有工资高、工作条件好、就业稳定、培训和晋升机会多等特征。后者大多由中小企业组成，主要生产劳动密集型产品，不易形成内部劳动力市场，具有工资低、工作条件差、就业不稳定、培训和晋升机会渺茫等特征。

（b）This is what I will do.I will telephone Anna and explain.

教育对收入的作用机理在分割主义者看来，主要存在两个层面的观点：其一，教育对个体的经济效益不在于提高劳动力的知识技能，而在于它是影响劳动力市场经历的主因。也就是说，教育与劳动者的生产率没有根本性的联系，而是作为一个关键性的因素决定了个体所进入的市场类别，继而对劳动力将来的收入水平产生影响。其二，教育水平与工资性收入的正比例关系在一级劳动力市场成立，而在二级劳动力市场这远不是事实。也就是说，受困于二级劳动力市场，即使是高学历的就业者也难以获得高的人力资本投资回报。

二元劳动力市场理论是在美国的土壤下发展起来的。作为世界第二大经济体和全球最大的发展中国家，我国的劳动力市场有其特殊性，地理区划、户籍制度等壁垒都可能影响劳动力的自由流动，造成各类劳动力市场发展水平出现很不相同的局面，居民的收入差距扩大，从市场方面影响了教育年回报率。此种境遇下，我国会呈现出怎样的劳动力市场形态？如果存在劳动力市场分割，不同市场的教育年回报率会是一致的吗？如果不一致，又会显现出何种总体性市场差异和结构性市场差异？教育对收入又起到何种作用？对这些问题的探究可以促使我们更好地认识教育的投资回报，同时也丰富相关的教育经济与管理理论。

二、相关研究

明确劳动力市场的划分标准是验证二元劳动力市场理论的首要条件，然而，国内外学者并没有对二元劳动力市场理论形成一个清晰、统一的分类标准。按照分类所采用的技术，相关文献对劳动力市场的划分大概可以归为三类。采用事先分类法进行的研究主要分为行业分类和职业分类^{[2]151-176[3]9-83[4]99-115[5]405-432}。也有研究利用因子分析法和聚类分析法来划分二元劳动力市场^{[6]33-39[7]569-581[8]131-161[9]25-70}。英国经济学家Robert McNabb和George Psacharopoulos利用本国人口调查数据，将劳动力市场依据职业标准划分为二元劳动力市场，其研究结果表明教育和收入在二元劳动力市场下都存在积极而显著的关系，但一级劳动力市场的教育收益率要高于二级劳动力市场^[10]442-448。美国经济学William T. Dickens和Kevin Lang发现美国的一级劳动力市场受教育年限和收入显著正相关，而两者的关系在二级劳动力市场并不显著^[11]792-805。Shoshana Neuman和Adrian Ziderman对以色列劳动力数据的验证分析，得到了与Dikcens和Lang类似的结论^[12]230-237。

与西方国家相比，我国的劳动力市场体现出明显的制度性分割特征，涉及教育回报率差异的早期研究大多聚焦于城乡二元分割。蔡昉等利用城市计划迁移数量决定的实证研究和我国首都就业政策的演变检验了劳动力市场的城乡分割，分析认为1978年前的城乡分割是由国家的发展战略所造成的，1978年以降城乡分割局面的维持受城市利益集团的限制，要想打破城乡壁垒，必须降低户口的金含量^[13]41-49,9l。李实和李文彬对28省市城乡居民明瑟收益率的研究，证实城镇明瑟收益率高出农村约2个百分点^[14]335-345，而数年后李春玲发现城乡差距已扩大到7%，城乡分割成为解释收入差距和教育收益的主因^[15]64-76。近期，教育收益的地区差异、职业差异、所有制差异和行业差异成为研究热点。魏新和邱黎强基于7省市的调查数据发现中部的教育收益最高，东部和西部地区的教育收益较为接近^[16]1-10。刘泽云和萧今在对比了工人、销售职工、技术职工、管理职工和其他职工关于1993、1995和1998年的教育收益率后发现，除其他职工外，技术工种的教育收益率不断上升且始终保持最高^[17]41-196。陈纯槿和胡咏梅利用中国家庭收入项目的数据，计算了五种所有制部门的教育收益率，得到私有部门教育收益高于国有部门的结论^[18]54-68。岳昌君基于国家统计局的城镇数据，对工资差距分解的结果表明，私人教育收益率的影响低于高收益行业的行业收益^[19]74-79。总的来说，教育收益率大体呈现出城镇更强、中西部领先、技术人员引领、私有部门带头、垄断行业当先的特点。然而国内基于二元劳动力市场视角进行的教育收益研究近乎空白，仅有少数学者通过实证分析我国劳动力市场分割现状，检验二元劳动力市场理论，并估计其教育年收益率。晋利珍利用国家统计局和统计年鉴的数据，证明了在市场二元分割与经济二元性的交织下，我国劳动力市场存在双重的二元分割^[20]35-40,45。张昭时和钱雪亚采用聚类分析的方法验证了浙江省的劳动力市场既存在内部—外部市场的二元性，也存在城乡二元性^[21]76-83。何芸通过引入邓肯指数，对二元劳动力市场的行业收入、福利待遇及工资奖金稳定性的实证分析，验证了二元劳动力市场理论，其认为劳动力市场可以被行业划分^[22]179-185。郭丛斌同样使用邓肯指数，不同的是他将职业收入水平的差异作为划分二元市场的基础，实证验证了二元市场的工作特征、教育收益率及地区分割程度的差异^[23]7-11。孟凡强等的研究则考虑得更为全面，同时考虑了行业和职业对工作的影响，实证结果表明我国的二元劳动力市场不仅存在，还可以进一步细分为高层部门和底层部门^[24]16-23。但他们切入的角度、所采用的分析方法与所得结论并不一致。有鉴于此，本文将试图实证检验二元劳动力市场理论，研究我国劳力市场分割的现状及其教育年回报率。

三、研究设计

(一)研究假设与计量模型

考虑到我国劳动力市场的特殊性，仅仅依据单一特征来区分劳动力市场的事先分类法，可能存在一定的截取偏误风险，而无法对我国劳动力市场的分割程度做出周密的评估。实际生活中，即使是处于同一行业或职业的劳动力所拥有的待遇也可能千差万别，同时从行业和职业两个维度考虑能更好地区分工作的“好坏”。因此，我们将采用聚类分析的方法对工作分组来验证劳动力市场分割。

(1)

1.平均教育回报率的估计结果

假设Ⅰ：劳动力市场存在市场分割。

经典的明瑟收益方程：

lnY =α +β Eduy+γ ₁Exp+γ ₂Exp²+ε

从图9和图10可以看出，实部和虚部的振荡幅值均随着圆频率的增加而逐渐降低；拟合的结果在ω>1.0×106 rad·s-1的高频衰减部分与实验曲线符合程度较好，在ω<1.0×106 rad·s-1的低频部分与实验曲线符合较差。

(2)

表6中，回归(1)包括的解释变量有受教育年限、工作经验及工作经验的平方；回归(2)则继续引入父母受教育程度和父亲职业解释变量；回归(3)在回归(2)的基础上构造受教育年限与二元劳动力市场虚拟变量的交互项。

1.变量设计

lnY =α +β Eduy+γ ₁Exp+γ ₂Exp²+η Edupar+λ Fathocp+ε

(3)

其中，Edupar代表父母的受教育程度(parent education level)，Fathocp为父亲的职业( Father’s occupation)。模型(3)得到的是总样本的教育年回报率，难以剥离出一级劳动力市场和二级劳动力市场从业者所获取的净收益。较分组回归而言，添加交互项不仅更为简易，且可以直接观测到差异的显著性。因此，本文将在方程中构造受教育年限与二元劳动力市场虚拟变量的交互项进行OLS 回归，以估计二元劳动力市场教育年回报率的差异。

作品《野草孤舟》（图7）存疑。此画无款，在左、右下角各钤红色朱文楷书印：冯敏庄。是作者印鉴？还是收藏印？目前尚未查到。故此画作者暂时存疑。

lnY =α +β ₁Eduy +β₂Eduy *M+γ₁Exp +γ₂Exp ²+η Edupar+λ Fathocp+ε

(4)

其中，M 代表劳动力市场类型(一级劳动力市场=1，二级劳动力市场=0)。β ₁反映的是二级劳动力市场的教育年回报率，β ₂反映的是教育年回报率的市场差值，β ₁+β ₂可推出一级劳动力市场的教育年回报率。因此，模型(4)的结果可估算出教育年回报率的总体性市场差异，即不同劳动力市场的平均教育年回报率。但由于受教育年限变量涵盖了多个教育层次，所以平均教育年回报率在某种程度上掩盖了不同教育阶段对劳动者收入的影响。为深入研究各级教育的年收益率，本文将对受教育年限变量进行拆分。

(5)

其中，Edu为受教育程度虚拟变量，涵盖了普职2种教育5个教育层次(小学、初中、普通高中、中等职业、专科、本科和研究生)。本文将在模型(5)中引入各教育阶段虚拟变量与二元劳动力市场虚拟变量的交互项，并以小学学历的就业者作为参照组，来探究二元劳动力市场各教育阶段的教育年回报率。如果各教育阶段虚拟变量与二元劳动力市场虚拟变量的交互项是显著的，则可推算出各级教育年收益率的市场差异。模型为：

(6)

其中，β _1j 反映的是二级劳动力市场各级教育年回报率，β _2j 反映的是各级教育年回报率的市场差值，β _1j +β _2j 可推出一级劳动力市场各级教育的年回报率。因此，模型(6)的结果可估算出教育年回报率的结构性市场差异，即不同劳动力市场各级教育的年回报率。

她的未来的丈夫，我见过。在外祖父的家里。人长得又低又小，穿一身蓝布棉袍子，黑马褂，头上戴一顶赶大车的人所戴的五耳帽子。

我们预测：

假设Ⅱ：教育年回报率存在显著的劳动力市场差异。

假设Ⅲ：各级教育的年回报率存在显著的劳动力市场差异。

为探究个体就业者所进入的劳动力市场类别的影响因素，本文采用Logist回归模型分析劳动力在二元市场的就业机会分布。其模型为：

2.劳动力市场分割形态验证

(7)

2.不同阶段教育回报率的估计结果

我们预测：

假设Ⅳ：受教育年限对进入一级劳动力市场有正影响。

(二)数据与变量

(1)样本来源：本研究的数据来源于2013年的“中国家庭收入调查(CHIPs)”数据库[注] 本文所采用的中国家庭收入调查(CHIPs)是国家统计局农调总队和中国社会科学院经济研究所共同调查的城乡住户大样本数据库，2013年数据已是最新版本，其截面数据收录了截止2013年前面各届各级毕业生情况。从2013年到现在我国的经济发展与收入分配格局没有发生实质性的变化，所以2013年数据仍然能够反映目前不同年龄与学历结构的收入格局。因此，本文基于2013年数据的实证结论在今天仍具有适应性。 ，基于研究需要只选取了城镇住户的样本。(2)在年龄方面，本文将男性样本的年龄区间限定为16～60岁，将女性样本的年龄区间设定为16～55岁。(3)在收入方面，将严格根据2011年国务院扶贫办颁布的国家扶贫标准，剔除全年工资性收入不足2300元的个体样本，以避免极端值与可能存在的虚报收入对结果的影响。同时，本文将剔除就业身份为雇主、自营劳动者及无报酬家庭帮工的样本，这主要是因为受制于样本数据，无法区分他们的人力资本和物力资本，因而只保留就业身份为雇员的样本。(4)在教育方面，由于数据库中“未上过学”的样本包含了非正规教育的群体，为保持结果的可比性也将其剔除。同时为降低测量误差，本文将根据问卷中被调查者所填报的受教育程度信息，结合我国各级各类学校的修业年限将其转换为受教育年限。(5)在工作方面，严格依据“工作状态”筛选样本[注] 依“工作状态”筛选指只选取在调查当年有就业行为的劳动者，不包括机关事业单位离退休人员、企业及其他单位退休人员、在校学生、失业/待业、家务劳动者、在产假或哺乳假的妇女、在长病假和其他不工作或不上学的成员。 。与此同时，为对工作进行精确聚类，本文将剔除职业指标中军人和不便分类的其他从业人员样本，从行业和职业的双重维度定义工作，具体来说，就是将行业[注] 依据行业的相关性合并为五大行业。第一类为第一产业：农、林、牧、渔业；第二类为竞争较强的第二产业：制造业；第三类为垄断性和资源依赖性较强的第二产业：电力、燃气及水的生产和供应业，采矿业，建筑业；第四类为附加值较低的第三产业：住宿和餐饮业，批发和零售业，租赁和商业服务业，居民服务、修理和其他服务业；第五类为附加值较高的第三产业：信息传输、软件和信息技术服务，交通运输、仓储和邮政业，金融业，房地产业，水利、环境和公共设施管理业，科学研究和技术服务业，教育，文化、体育和娱乐业，公共管理、社会保障和社会组织，国际组织。 指标和职业[注] 将数据库中的职业代码按照人力资源和社会保障部国家职业资格管理的《职业分类目录》合并为八大类。参见人力资源和社会保障部： http://ms.nvq.net.cn/nvqdbApp/htm/fenlei/index.html。 指标进行配对以代表工作。为使研究结果更加客观，剔除配对后劳动力小于10的工作类型。通过对样本的年龄、收入、教育等方面进行严格的处理，本文选取了代表个人特征、工作指标和家庭资本的三类变量，最终在城市住户样本中保留了4574份有效数据。具体变量说明如表1：

著作权又名版权，它是指文学作品、艺术作品的首创作者，对其作品享有的所有权和财产权。因此，作品本身是作者享有权利的根本依据，作品是作者智慧的结晶，凝聚了作者的心血。

表1 具体变量说明

四、实证研究

(一)劳动力市场分割的形态分析

本研究运用免疫组化的方法检测HER-2，EGR-1在卵巢癌的表达情况，后期实验可以联合检测HER-2，EGR-1在血清中与组织中的表达，观察其是否可以成为新的卵巢癌的肿瘤标记物，为卵巢癌的早期诊断提供新的方法。

近100年来，美国制造的起司多半是黄色的美式起司，其中又以切达起司独占鳌头，其生产数量是其他所有美国起司的三倍以上。美国卡夫食品公司将切达起司制成起司片和Velveeta起司，这也是美国典型起司通心粉呈现黄色的原因。

通过对二元劳动力市场理论的剖析与相关文献的梳理，本文从“中国家庭收入调查”数据库中选取了能够代表工作多维特征的三大类11个变量，分别为代表工作安全性的合同签订与平均任职期变量；代表间接经济报酬的城镇职工基本养老保险、医疗保险、失业保险、工伤保险、生育保险、公积金、伙食补贴与住房福利变量；代表直接经济报酬的年收入变量。

表2 工作特征变量描述统计

聚类分析结果的可靠性会受工作特征变量之间共线性的影响。因此，本文在聚类之前先利用相关性分析，观测所选取的工作特征变量是否存在多重共线效应，结果如表3所示。

表3 工作特征变量相关系数矩阵

注：*表示结果在5%的水平上显著。

表3的结果显示，所选取的变量之间几乎都存在相关性，这种情况下需要先利用主成分分析消除共线性，以提高聚类分析结果的可靠性。主成分分析后，本文根据第k个主成分对总方差的贡献率提取了前六个主成分进行分析，它们的累计贡献率已经达到80%。第一个主成分到第六个主成分对总方差的解释率分别为36%、12%、11%、8%、7%和6%。接下来本文利用前六个主成分的得分变量，结合未加权的类间平均法进行聚类分析。聚类后，本文核算了两类工作特征变量的均值。表4的结果表明，两类工作存在明显的差别，M ₁类工作三大工作特征变量的均值都高于M ₂类，表现出二元劳动力市场理论中一级劳动力市场的工作特征：(1)工作安全性高，M ₁类工作安全性的均值高于M ₂类约3.129 7；(2)工作福利好，M ₁类工作间接经济报酬的均值超M ₂类约0.492 4；(3)工资高，M ₁类工作直接经济报酬的均值比M ₂类多15 461元。这表明M ₁类工作与一级劳动力市场的特征相吻合，而M ₂类工作基本具备二级劳动力市场的属性。

表4 各类工作特征变量均值

3.聚类分析结果检验

在处理实际问题时，为检验聚类结果的组间差异是否显著，通常引入判别分析。因此，本文采用经典的线性判别分析,建立判别函数检测分组效果。从表5中可以清楚地看到，WilksLambda的数值较小，仅为0.17，这说明聚类的两组市场有较大差异，P 值为0，表明判别函数是有意义的，进一步验证了聚类分析结果的可靠性。

焦页42号平台是涪陵工区首次“井工厂”同步压裂施工，也是张相权参与的该工区规模最大、设备使用最多、施工工序最复杂的一次超大型施工作业。作为队长，张相权丝毫不敢马虎。那段时间，每天的施工运行都达到饱和状态，每个工具都得详细检查才入井，每个工序都得亲自确认才放心，最轻松的一天睡6小时，最晚的只有不到4小时。

表5 Wilks’ Lambda检验

聚类分析的结果表明我国的劳动力市场存在市场分割，本文所提出的假设I被证实。

(二)中国城镇住户教育回报率的市场差异

定义M ₁类市场和M ₂类市场的距离平方为不同类别的工作指标两两之间距离平方的平均值。现实生活中，具有同等人力资本的劳动力由于所进入的市场不同，工资性收入可能差距很大，由此我们预测：

CNTF的扫描电镜如图1(a)所示，图1(b)是图1(a)中框线区域的更高放大倍数图像。从图1中可以看到，商业CNTF是由碳管交织组成，表面相对光滑。因此，CNTF直接作为电极材料在电解质中吸附阴阳离子的能力弱。基于此，本文通过在CNTF表面生长TiN纳米阵列制备TiN@CNFT复合电极，可极大地提升电极材料吸附离子的能力，提高其容量，通过水热法和氨气氮化处理后的TiN@CNTF电极的SEM图像如图2所示。

其中，lnY 为工资性收入的自然对数(income)；Eduy为个人的受教育年限(education years)；Exp是个人的工作经验(experience)；Exp²是个人工作经验的平方；α 是截距项，ε 是随机扰动项。β 、γ ₁和γ ₂为各变量的参数，它们代表了在其他解释变量不变的情况下，这个参数所对应的解释变量对被解释变量的净影响。例如，β 反映了相同工作经验条件下教育年限对收入的净影响，即教育年回报率。一般来说，个体能力与受教育年限和收入水平都存在正相关关系，如果能力变量被遗漏，会导致教育年回报率有偏估计。父母受教育水平越高积累的文化资本也就越多，可以大体地推测出其后代的先赋智力状况。父亲的职业在某种程度上体现了家庭的社会资本和财力状况，可能成为子女接受优质教育的助推器从而提高学习成绩。学习能力的先赋因素和后致因素共同构成了父母所能为子女提供的学习能力的条件，在某种程度上减小了能力遗漏变量对收入的影响。因此，我们将学历较高者的父母受教育水平变量与父亲职业变量作为能够衡量个人能力的代理变量引入模型(2)，以缩小教育年回报率的估计偏差。

对总体劳动力市场的明瑟收益率估计表明，在不考虑遗漏变量的情况下，每多增加一年学校教育，收入会增加9.94%。添加父母受教育程度和父亲职业这两个变量后，教育年回报率下降至9.65%，拟合优度上升，这说明添加的能力代理变量能部分地纠正计量偏差导致的回归偏误。根据回归(3)的估计结果，可以剖析出二元劳动力市场就业者各自的教育净收益。二级劳动力市场的平均教育年回报率为7.59%，受教育年限与二元劳动力市场虚拟变量交互项的值为1.91%，可估算出一级劳动力市场的平均教育年回报率为9.5%(7.59%+1.91%)，这意味着在其他条件相同的情况下，一级劳动力市场的平均教育年回报率要比二级劳动力市场高近两个百分点。本文的假设II被证实，教育年回报率存在显著的市场差异。以上分析也表明，我们的研究结果与分割主义者所持有的教育水平与工资性收入的正比例关系仅在一级劳动力市场成立，而在二级劳动力市场却远不是事实的观点相背离。本文的实证研究证明，在二元劳动力市场教育和收入均存在正相关关系。

其中，p表示个体进入一级劳动力市场就业的机会。

表6中，回归(4)在回归(2)的基础上将受教育年限变量拆分，生成了受教育程度的虚拟变量，并以小学学历为对照组。回归(5)则在回归(4)的基础上继续引入各级教育虚拟变量与二元劳动力市场虚拟变量的交互项，同样以小学学历作为对照组来估算不同市场各级教育对收入的净影响。从教育年回报率的市场差异来看，各级教育的年回报系数都显著，且各级教育虚拟变量与二元劳动力市场虚拟变量交互项的系数显著为正，可知各级教育的收益存在市场差异，这成为分析结构性市场差异的实证基础。

表6 我国城镇住户教育年回报率的估计

注：*表示P <0，**表示P <0.05，***表示P <0.01；因篇幅限制，表中未呈现各控制变量。

表7计算了各教育阶段的平均收益率，分析显示：与下一级教育相比，初中教育相对边际回报率约为22.2%，普通高中教育相对边际回报率约为18.6%[注] 为避免多层学历的积累，真实的反映出每一阶段的真实教育收益率，计算较高阶段的教育收益率时，需要用较高教育阶段的估计系数减去下一级教育的估计系数。如计算高中的教育收益率时，需要用高中的估计系数减去初中的估计系数(0.371 2-0.200 6=0.170 6)，将所得之差带入中进行转化。 ，中职教育相对边际回报率约为32.8%，专科教育相对边际回报率约为38.0%，本科和研究生教育的相对边际回报率分别约为71.3%和44.9%。按照初中3年、普通高中3年、中职3年、专科3年、本科4年、研究生3年推测，以上各级教育的平均年回报率分别约为7.4%、6.2%、10.9%、12.7%、17.8%、15.0%。

表7 各教育阶段平均年回报率(以小学为对照组)

注：ERR为教育年回报率(Education Return Rate)的缩写。

总体劳动力市场教育年回报率的估计结果表明，对个体而言，最值得投资的教育选择是本科，而普通高中是最不经济的教育选择。也就是说，个体在做教育决策时存在一种极其不利的抉择：初升高时选择普通高中而放弃接受中等职业教育的机会，或者普通高中毕业后直接就业而不再接受高等教育。然而个体如果能够继续深造，这种不利的局面将会得到扭转，带来高额的投资回报。同时我们发现，中职教育的平均收益率超过普通高中教育约4.7个百分点，这在一定程度上消解了中等职业教育是“二流教育”的固化印象，也为我国“大众创业、万众创新”大环境下，中央政府强化地方政府统筹发展职业教育责任、开启职业教育发展新征程提供了理论支撑。本文还发现，总体劳动力市场大体存在教育层次越高，教育年回报率也越高的现象。这不仅证实了人力资本投资对未来收入的重要性，也在一定程度上反映出工资差距随受教育水平的提升而扩大，尤其是高等教育的收益远高于其他教育层次，这也从侧面说明国民为何热衷于追逐高等教育(特别是名校的)的光环。

在一级劳动力市场中，与下一级教育相比，初中教育相对边际回报率约为46.5%，普通高中教育相对边际回报率约为21.3%，中职教育相对边际回报率约为25.1%，专科教育相对边际回报率约为22.1%，本科和研究生教育相对边际回报率分别约为51.5%和45.0%。以上各级教育的平均年回报率分别约为15.5%、7.1%、8.4%、7.4%、12.9%、15.0%。

在二级劳动力市场中，相对于下一级教育，初中的相对边际回报率约为13.8%，普通高中的相对边际回报率约为11.2%，中职的相对边际回报率约为26.9%，专科的相对边际回报率约为41.3%，本科的相对边际回报率约为66.2%，研究生的相对边际回报率约为40.4%。以上各级教育的平均年回报率分别约为4.6%、3.7%、9.0%、13.8%、16.6%、13.5%。

本文在对新课程背景下小学语文课堂教学中的合作学习进行研究时，注重的是如何提升小学语文课堂教学中合作学习模式的应用效果，这需要结合小学生的年龄特点、小学语文的教学目标、合作学习的具体方式等等来进行改进，并在这一过程中要融入新时期的教育理念，体现现代化教育观，这样才能保证合作学习的实效性和价值性。下面笔者结合实践经验以及相关方面的理论基础，对此进行详细论述。

前文的分析表明，各级教育的年回报率存在显著的市场差异。其中，初中教育的市场差异最大，约为10.9个百分点，普通高中教育的市场差异约为3.4个百分点，中职教育的市场差异最小，约为0.6个百分点，专科教育的市场差异约为6.4个百分点，本科教育的市场差异约为3.7个百分点，研究生教育的市场差异约为1.5个百分点。至此，本文的假设III得到验证。需要指出的是，无论是在一级劳动力市场还是二级劳动力市场，中职教育的平均年回报率都超过高中教育，这也再一次印证了职业教育的竞争力。

(三)教育与劳动力市场关系的检验

上文的估算结果表明，不同的劳动力市场下收入水平存在显著的差异，也就是说受教育年限会对劳动者进入的市场类型产生调节作用进而影响收入。那么受教育年限是怎样影响就业者劳动力市场经历的？是否高学历者进入一级劳动力市场的概率更大，反之则相反？本文采用Logistic回归模型分析影响劳动力市场经历的主因，实证结果如表8所示。

受教育年限的回归系数为0.215 6，且高度显著，这说明受教育水平对个体获得一级劳动力市场的就业机会有积极的正向作用。在控制其他变量的前提下，劳动力每增加一年学校教育，进入一级劳动力市场工作的概率是二级劳动力市场的1.24倍，这说明受教育程度高的劳动力更容易获取进入一级劳动力市场就业的机会，意味着教育的信号功能构造了一级劳动力市场内部的人力资本优势。至此，本文的假设Ⅳ得到验证。

表8 劳动力就业机会分布的 Logistic回归结果

注：*表示P <0.1，**表示P <0.05，***表示P <0.01。

五、研究结论与讨论

(一)研究结论

由于劳动力市场环境的迥异、教育需求偏好差异等因素的存在，本文试图通过CHIPs(2013)的调查数据实证研究中国劳动力市场的分割形态及教育年回报率是否存在市场差异，得到以下结论：

我国的劳动力市场存在二元制的分割。一级劳动力市场表现出工作安全性高、工作福利好、工资高的工作特征，而二级劳动力市场的工作属性则与之相反。在二元劳动力市场下教育年回报率的总体性市场差异和结构性市场差异并存，但结构性市场差异并不会消解总体性市场差异，总体性市场差异下又隐匿着结构性市场差异。

从总体性市场差异来看，教育对收入的作用机理可以从两方面观测。一方面教育作为关键性因素决定了个体所进入的劳动力市场类别，从而对未来的收入水平产生了影响，且一级劳动力市场的人力资本优势主要得益于教育的信号功能；另一方面，两类子市场教育与工资性收入的正比例关系均成立，但一级劳动力市场的教育年回报率要显著高于二级劳动力市场，即人力资本投资在一级劳动力市场能够获得更大的回报。

为了研究Ce3+：YAG荧光薄膜上转换发光的过程，我们得到了样品的上转换发光强度和泵浦光强度双对数曲线，根据样品发射光谱的三个峰值分布，我们分别测得了521nm、540nm和549nm 时功率关系的双对数曲线并分别得到了它们的斜率，如图6所示。

教育回报率的结构性市场差异总的来说更大。初中教育的年回报率市场差异最大，其在一级劳动力市场的收益远超二级劳动力市场，从侧面表明那些受教育程度较低，但侥幸进入一级劳动力市场的就业者，可以获得高额的工资溢价。普通高中教育的年回报率在二元劳动力市场均最低，甚至中职教育的年回报率都要高于普通高中，也就是说较普通高中而言，职业教育的人力资本投资收益更大，部分学者的相关研究也证实了这一点^{[25]494-504[26]53-69}。这可能是由于两种教育在教育内容和目标的取向上不同，造成了劳动力市场对最高受教育程度为职业教育和高中教育的毕业生的不同认知，职业教育的毕业生被等同于具有技能的劳动力，仅有高中教育程度的劳动力则被认为是技能缺乏^[27]167-189。从高等教育的情况来看，大学和研究生教育的年回报率相对较高，市场差异表现为一级劳动力市场大学教育的年回报率低于二级劳动力市场，而研究生教育的年回报率则是一级劳动力市场略高。从供求层面分析，可能是由于一级劳动力市场的总体工资性收入要比二级劳动力市场高，而受过高等教育的劳动力有更大的概率供职于一级劳动力市场，即使受教育程度较低的人们也想方设法进入一级劳动力市场，大量的青年涌入狭窄的一级劳动力市场，导致一级劳动力市场的劳动力剧增，而现实中一级劳动力市场对就业者的需求量却没有得到相匹配的增长，从而拉低了大学生的教育收益；而“失足坠落”二级劳动力市场的大学生，反而由于二级劳动力市场对高学历者的“求而难得”谋得了较高的教育收益，从而引致了一级劳动力市场专科和本科教育的年回报率低于二级劳动力市场。由此可见一级劳动力市场内部人力资本竞争的激烈程度。而研究生教育之所以表现出一级劳动力市场的收益略高，可能是因为研究生教育处于教育层级的金字塔尖，其培养的劳动力具有较高的知识水平与运用知识的能力，能够通过竞争进入主要劳动力市场的硕士/博士一般都属于高端人才，具有很好的发展前景，因此研究生教育的年回报率在一级劳动力市场略高。

本文选取的评价对象是8m3的水压式沼气池，由进料口、出料口、水压间和发酵间组成。其构造简单，施工方便，造价较低，是中国农村普遍采用的一种人工制取沼气的厌氧发酵装置。沼气池为红砖混凝土结构，建设期为3天，使用寿命为15 年。发酵原料为畜禽粪便，农作物秸秆和人粪尿的混合原料，年产沼气400m3。本研究的功能单位为400m3沼气。

值得一提的是，本文还发现我国教育的边际收益率是递增的，这一研究结果与很多文献^{[28]317-328[29]73-84[30]1001-1020}不谋而合。但根据边际报酬递减规律，教育的个人收益率应表现出递减趋势。之所以有如此现象，部分原因是我国由于受教育程度不同，收入的绝对差距较大，受教育程度低的劳动力就业情况相当不好^[31]1-12。还有可能与我国现阶段的教育供给结构有很大关联。我国高等教育起步较晚，虽然已过渡到大众化发展阶段，但受过高等教育的人口所占比例仍相对较低。根据第六次全国人口普查公布的数据推算，大专以上文化程度的人口仅占总人口的8.7%[注] 根据国家统计局数据整理：《2010年第六次全国人口普查主要数据公报(第1号)》，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201104/t20110428_12705.html。 左右，远远低于初等教育和中等教育的人口比重。低知劳动力供给过剩，而高知劳动力供给紧缺，势必会造成教育收益率随教育层级上升而不断加速递增的态势^[32]18-26。但在发达国家，受过高等教育的劳动力供给充足，导致人力资本优势的发挥不如我国明显。同时，教育边际收益递增的原因可能与我国对各级教育财政扶持力度的倾向性也有渊源。较初等教育和中等教育而言，我国对高等教育的生均教育经费支出较高，而以美国为代表的发达国家，有着完善的多元化筹资渠道，政府对高水平教育的个人补贴相对较少，这种财政补贴不平衡导致整个教育资源的配置效率没有达到最优。

土木工程施工的综合性很强，在当前的城市建设中存在许多不同类型的土木工程项目，以便满足城市生活和生产中的不同功能。这一要求给土木工程的施工过程提出了更高的要求。

二元劳动力市场收入差异的严重不平等极可能影响到我国的综治维稳、改革的进度与经济的长效增长。因此，应该把目光聚集在积极推进市场化改革上，借助政府的力量有效运用教育政策，让国民接受更多、更优质的教育服务，实现教育资源的有效配置。

(二)研究不足

本研究在三个方面还存在不足，一是样本的代表性问题。其一，本文采用“中国家庭收入调查”数据库城镇住户部分的原始资料，受文本方面的限制，没有涵盖外来务工住户这一改革开放后成长起来的新型城市劳动力大军，因此本文的论断没能全面地反映城市劳动力市场的整体情况。其二，在工作指标的选取上，由于数据限制，没有涵盖与工作前景、管理水平等相关的指标，例如晋升机会等，因此本文的研究结论还需慎重对待。二是技术层面的问题。聚类分析作为一种静态的方法虽然可以验证劳动力分割是否存在，但却不能检验二元劳动力市场之间劳动力的流动障碍，而这也是二元劳动力市场理论的基本观点。三是来自理论与实际的碰撞问题。我们直接利用二元劳动力市场理论去验证中国的劳动力市场分割可能会遇到一些实际情况的考验。因为各地影响劳动力市场分割的因素可能差别很大，在现实生活中应该考虑当地的实际情况来判断劳动力市场分割并进行分析。

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An Empirical Study on the Difference of Individual Education Returns ——From the Perspective of Labor Market Segmentation

GONG Gang-min¹，JIANG Sha-sha²

(1.School of Public Finance and Taxation，Zhejiang University of Finance and Economics，Hangzhou 310018，China；2.School of Public Administration，Zhejiang University of Finance and Economics，Hangzhou 310018，China)

Abstract ： With the help of the the survey data of urban households in 2013 from the“China Family Income Survey”database，this paper investigates the segmentation status of China’s labor market by cluster analysis.According to the established econometric model，the overall and structural market differences of educational returns are estimated.Meanwhile，this paper examines the viewpoint of dual labor market theory on the role of education in income.The results show that there is a dualistic division in the labor market in China; the educational return rate of the primary labor market is significantly higher than that of the secondary labor market by about two percentage points; there are large structural market differences.It is worth mentioning that in China’s labor market，education and wages have a significant positive correlation in the primary and secondary labor markets，and the the level of education is the main factor that affects individual market experience.

Key words ： Dual Labor Market；Educational Return Rate；Market Differences

[DOI] 10.16164/j.cnki.22-1062/c.2019.04.023

[收稿日期] 2018-11-29

[基金项目] 教育部人文社会科学研究专项任务项目(浙江省普通高校生均财政拨款基本标准与省属高校拨款改革方案)。

[作者简介] 龚刚敏，男，浙江财经大学教授，博士；江沙沙，女，浙江财经大学硕士研究生。

[中图分类号] F249.21；G40-054

[文献标志码] A

[文章编号] 1001-6201(2019)04-0159-11

[责任编辑：秦卫波]

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